河北省進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長實證分析3500字

1、河北省進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長實證分析3500字 摘 要： 畢業(yè) /2/view-11465844.htm隨著世界貿(mào)易自由化進程的不斷推進，對外貿(mào)易對經(jīng)濟開展的影響日益重要，進出口貿(mào)易與濟增長之間的關(guān)系一直是經(jīng)濟學(xué)家們研究的重點?；诖吮尘埃x取河北省為研究對象，力圖通過實證河北省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，來促進河北省區(qū)域經(jīng)濟的對外貿(mào)易開展，增強河北省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長良性互動。通過選取河北省GDP、河北省進出口額這兩個變量，使用協(xié)整方法對河北省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系進展了實證研究。得出結(jié)論：河北省經(jīng)濟增長和進出口貿(mào)易存在長期的平衡穩(wěn)定關(guān)系，短期關(guān)系不顯著。關(guān)鍵詞：進出口貿(mào)易；經(jīng)濟增長；協(xié)

2、整中圖分類號：F74文獻標(biāo)識碼：A文章編號：167231982022250044021 指標(biāo)的選取及數(shù)據(jù)的處理本文使用的是時間序列數(shù)據(jù)，區(qū)間為1989-2022年，共24年的河北省進出口額MX及河北省地區(qū)消費總值GDP數(shù)據(jù)。其中，地區(qū)消費總值是根據(jù)年鑒上以人民幣表示的數(shù)據(jù)經(jīng)當(dāng)年平均匯率處理為美元而得到，地區(qū)消費總值、進出口貿(mào)易和匯率數(shù)據(jù)來源于?河北統(tǒng)計年鑒2022?以及?中國統(tǒng)計年鑒?。另外，為了更好的降低異方差性以及時間序列的波動性，需要對河北省美元GDP和進出口總額采取自然對數(shù)變換的方式，變換之后的時間序列不改變原序列的協(xié)整關(guān)系，用lnGDP表示河北省地區(qū)消費總值的對數(shù)；lnMX表示河北省

3、進出口額的對數(shù)。實證分析均使用Eviews7.2計量軟件進展的。2 基于時間序列的實證分析2.1 分析趨勢圖作LnGDP、LnMX倆個時間變量的趨勢圖。如圖1所示，兩序列的增長和變化趨勢根本一樣，說明兩變量間可能存在協(xié)整關(guān)系。圖1 趨勢圖2.2 平穩(wěn)性檢驗許多經(jīng)濟變量本來是不平穩(wěn)的，但經(jīng)過調(diào)整以后就變得平穩(wěn)，稱這樣的經(jīng)濟變量為I1。假如對這種經(jīng)濟變量直接回歸，那么可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，因此必須檢驗這些經(jīng)濟變量是否平穩(wěn)。利用ADF單位根檢驗法檢驗LnGDP、LnMX兩個時間變量序列以及對采用AIC準(zhǔn)那么后的一階差分序列進展平穩(wěn)性檢驗。由檢驗結(jié)果可知，時間序列LnGDP、LnMX在1%、5%、10%

4、均是非平穩(wěn)的時間序列，它們的一階差分DLnGDP、DLnMX在1%、5%、10%顯著性程度下均是平穩(wěn)時間序列，即LnGDP、LnMX均為一階單整I1序列，說明倆變量間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。于是，我們?nèi)缃窨梢赃M一步進展檢驗。2.3 E-G協(xié)整檢驗1協(xié)整檢驗有JJ協(xié)整檢驗和E-G協(xié)整檢驗，本文使用E-G協(xié)整檢驗法對變量LnGDP和LnMX進展OLS回歸，建立回歸模型，同時，檢驗考察回歸得到的殘差序列是否平穩(wěn)，假如回歸殘差平穩(wěn)，那么說明存在協(xié)整過程。對河北省進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進展回歸分析得如下回歸方程：lnGDP=0.879881lnMX+3.834176t=28.91895 9.230859p=0.

5、0000 0.0000R2=0.974368 DW=0.903871F=836.3054協(xié)整方程系數(shù)的t檢驗值和方程的F檢驗值都比擬大，說明所選取的變量lnMX是影響河北省經(jīng)濟增長的主要因素，R2為0.974368，說明方程擬合度較好。從長期來看，進出口貿(mào)易對河北省的經(jīng)濟增長具有積極的促進作用，進出口貿(mào)易額每增加1個百分點，河北省美元GDP將增加0.879881個百分點。2接下來對殘差序列進展平穩(wěn)性檢驗，同樣使用ADF檢驗如表2所示。表2 殘差序列單位根檢結(jié)果t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-2.487660.01

6、54Test critical values：1% level-2.6693595% level-1.95640610% level-1.608495因協(xié)整回歸為OLS回歸，自然導(dǎo)致殘差的方差極小，這將導(dǎo)致對殘差序列進展殘差的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果多為平穩(wěn)。因此可以進一步根據(jù)麥金農(nóng)臨界值表選擇N=2，有常數(shù)項無趨勢項在5%程度下計算得出的臨界值為-1.9566043，t統(tǒng)計量-2.48766仍然小于5%程度下的臨界值，因此平穩(wěn)性檢驗結(jié)果仍然是回絕原假設(shè)，認(rèn)為殘差序列平穩(wěn)，LnGDP和LnMX存在長期平衡關(guān)系。2.4 異方差性檢驗利用White檢驗，檢驗其是否含有異方差，檢驗結(jié)果見表3。表3 異方差檢驗

7、結(jié)果F-statistic1.981990Prob. F2，210.1627Obs*R-squared3.810911Prob. Chi-Square20.1488Scaled explained SS1.094405Prob. Chi-Square20.5786可知承受原假設(shè)，認(rèn)為序列在5%程度下不存在異方差性。2.5 相關(guān)性檢驗使用LMp=2檢驗其相關(guān)性結(jié)果見表4。表4 相關(guān)性檢驗結(jié)果F-statistic4.084331Prob. F2，200.0326Obs*R-squared6.959787Prob. Chi-Square20.0308LM檢驗原假設(shè)為：直到p階滯后不存在序列相關(guān)，備

8、選假設(shè)是：存在p階自相關(guān)。由上表LM統(tǒng)計量顯示，在5%的顯著性程度回絕原假設(shè)，回歸方程的殘差序列存在明顯的序列相關(guān)性。因此，回歸方程的估計結(jié)果不再有效，必須采取相應(yīng)的方式來修正。 2.6 ECM修正模型誤差修正模型是一個短期模型，其中誤差修正項反映了長期平衡對短期波動的影響，等式右側(cè)的差分項反映變量短期波動的影響。令dy=DLnGDP，dx=DLnMX，回歸結(jié)果見表5。表5 回歸結(jié)果VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.DX0.2712600.1321162.0531920.0534C0.0898040.0273633.2819690.003

9、7RES-1-0.3004570.137123-2.1911490.0405修正后相關(guān)性檢驗結(jié)果見表6。表6 修正后相關(guān)性檢驗F-statistic0.023774Prob. F2，180.9765Obs*R-squared0.060596Prob. Chi-Square20.9702上表統(tǒng)計量顯示，在5%的顯著性程度下承受原假設(shè)，修正后回歸方程殘差序列相關(guān)性不顯著。建立誤差修正模型如下：yt=0.271260 xt+0.089804-0.300457rest-12.053192 3.281969 -2.191149R2=0.266807 AdJR2=0.193487F=3.638967 DW

10、=1.682229誤差修正模型顯示結(jié)果：誤差修正項的系數(shù)為負，符合反向修正機制。但是，變量X和沒有通過t檢驗，而且模型的擬合優(yōu)度也不很高，說明進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的短期關(guān)系存在但不是很顯著。3 結(jié)論與建議本文利用*年到2022年河北省年度數(shù)據(jù)，通過分析趨勢圖、ADF檢驗、協(xié)整檢驗、異方差性檢驗、相關(guān)性檢驗、誤差修正討論出了河北省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的長期關(guān)系非常顯著，進出口貿(mào)易每增加1個百分點，河北省美元GDP將增加0.879881個百分點；但其短期關(guān)系不是很顯著。因此，應(yīng)采取以下措施來擴大河北省的進出口規(guī)模，一方面，優(yōu)化商品構(gòu)造，吸引外資。充分利用國際市場的豐富資源引進先進設(shè)備、稀缺資源并進步我國技術(shù)程度、管理程度，進步我省的國際競爭力。另一方面，自主培育高端人才，同時從國外引進優(yōu)秀人才。通過各種培養(yǎng)方式將理論與理論相結(jié)合培育出內(nèi)外兼修的復(fù)合型人才，同時應(yīng)拓寬視野，引進人才